財政透明度與財政政策波動性：證據(jù)與機制

王立勇 趙姝潔

一、導言

財政政策是政府宏觀調(diào)控的重要工具和手段，一直是理論界和實務(wù)界關(guān)注的焦點。到目前為止，關(guān)于財政政策研究的文獻主要集中于財政政策水平(fisc-al policy in level)，而關(guān)于財政政策波動性的研究近年來才開始受到各國政策界和學術(shù)界的高度重視，成為財政政策研究的重要主題(Afonso和Jalles,2012[1])。Hamilton(2008)[2]指出，只關(guān)注條件均值是有誤導的，還應關(guān)注波動性。Fatas和Mihov(2013)[3]指出，很多最新研究發(fā)現(xiàn)，在模型中控制制度變量后，財政政策水平變量的影響通常變得不再顯著，但財政政策波動性的影響卻不同，即使引入制度等變量后，其影響依然顯著。Fatas和Mihov(2007)[4]強調(diào)，與政策工具水平量相比，政策波動性可能是衡量宏觀經(jīng)濟政策的更好指標。

目前，關(guān)于財政政策波動性的研究主要集中于研究財政政策波動性的影響，如Bachmann等(2017)[5]、Fernández-Villaverde等(2015)[6]、Basu和Bundick(2012)[7]、Bloom等(2008)[8]、Bachmann和Bayer(2009)[9]、Baker等(2012)[10]、Fatas和Mihov(2007[3],2013[4])、王立勇和紀堯(2019)[11]等。相對而言，財政政策波動性決定因素方面的研究文獻較少。有些文獻強調(diào)了制度建設(shè)和政治因素對財政政策波動性的影響(Fatas和Mihov,2007[3],Fatas和Mihov，2013[4];Woo,2009[12];Agnello和Sousa,2009[13];Albuquerque,2011[14])。其中，Albuquerque(2011)[14]利用1980—2007年23個EU國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，財政制度的質(zhì)量對財政支出波動性存在較大且統(tǒng)計上顯著的負面影響，充分表明在一些政黨中議會席位的高度集中會提高公共支出的波動性，但Woo(2011)[15]等卻得出了相反的結(jié)論。有些文獻分析了財政規(guī)則對財政政策波動性的影響，如Fatas和Mihov(2007)[4]、Brzozowski和Siwinska-Gorzelak(2010)[10]、Albuquerque(2011)[14]、王立勇和紀堯(2019)[11]等。其中，F(xiàn)atas和Mihov(2007)[4]借助美國48個州的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，預算赤字和支出約束形式的財政規(guī)則有利于降低財政政策波動性。Brzozowski和Siwinska-Gorz-elak(2010)[16]以O(shè)ECD、拉美、中東等國家數(shù)據(jù)為樣本發(fā)現(xiàn)，財政規(guī)則(即顯性的赤字或債務(wù)約束)對財政政策波動性存在顯著的負向影響。有些文獻研究了社會極化現(xiàn)象(收入差距)對財政政策波動性的影響。Woo(2011)[15]研究發(fā)現(xiàn)，社會極化程度或收入差距會影響機會主義的政策制定者行為，從而影響該國或地區(qū)的財政政策波動性。有些文獻研究了經(jīng)濟發(fā)展水平對財政政策波動性的影響。Woo(2011)[15]、Yogo(2015)[17]指出，經(jīng)濟發(fā)展水平高的國家或富裕國家的財政政策波動性相對較低，經(jīng)濟發(fā)展水平低的國家或貧窮國家的財政政策波動性相對較大。與此觀點不同的是，Dixit和Weibull(2007)[18]、Lindqvist和?sterling(2008)[19]、Fernandez和Levy(2008)[20]指出，在一個規(guī)模較大的經(jīng)濟體中，個體異質(zhì)性更加明顯，對公共物品的偏好差異更大，從而導致社會極化現(xiàn)象加重。最終，隨著當權(quán)者的輪流執(zhí)政，財政支出波動性會加劇。除此以外，王立勇和王申令(2018)[21]借助準自然實驗方法研究了預算約束對財政政策波動性的影響后發(fā)現(xiàn)，強化預算約束能夠顯著降低一國的財政政策波動性。

隨著經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展，人們對政府監(jiān)督的需求不斷增強，我國一直致力于提高政府的財政透明度?！吨腥A人民共和國政府信息公開條例》于2008年正式施行，這一重大的標志性事件極大促進了政府信息公開進程。上海財經(jīng)大學從2009年開始每年出版《中國財政透明度報告》，定期公布我國31個省份的財政透明度狀況，也在一定程度上促進了財政透明度的提高。2014年，我國重新修訂《中華人民共和國預算法》，首次以法律形式明確了政府的財政信息公開職責，為財政信息公開提供了法律保障?！?017年政務(wù)公開工作要點》明確指出要加大政策實施情況的公開力度，重視以公開引導預期、以公開凝聚共識。黨的十九大報告更是把建立規(guī)范透明的預算制度作為加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制的重要內(nèi)容。在持續(xù)不斷的努力下，我國財政透明度不斷提高，財政透明度得分的均值從2006年的21.71上升到了2016年的53.49，省級政府財政信息公開能力得到改善。然而，財政透明度的提高是否能夠真正達到約束政府財政行為的最終目的，是否取得降低財政政策波動性的效果呢？

理論上講，在中國式分權(quán)體制下，地方政府擁有一定規(guī)模的財力，且對財政資金具備一定的支配權(quán)，導致地方政府預算約束弱化，預算軟約束現(xiàn)象普遍存在，預決算偏差較大，從而會導致財政政策波動。財政透明度的提高，能夠推動地方政府財政信息公開進程，有利于發(fā)揮社會公眾對地方政府行為的監(jiān)督作用，使預算真正發(fā)揮約束政府行為的作用，限制政府主觀意志對財政行為的影響，進而能夠減少地方政府隨意調(diào)控行為的發(fā)生，降低調(diào)控的隨意性，從而有利于降低財政政策波動性。從經(jīng)濟行為看，根據(jù)財政透明度與財政政策波動性之間的散點圖(圖1)可以看出，二者之間存在負相關(guān)的關(guān)系，即隨著財政透明度的提高，財政政策波動性降低。

圖1 財政政策波動與財政透明度之間的散點圖

為了更直觀地顯現(xiàn)二者之間的關(guān)系，本文根據(jù)2006—2016年各省份的財政透明度平均值將各省份分成兩組，將財政透明度高于整體平均值的省份歸為高透明組，其余歸為低透明組。圖2給出2006—2016年間兩組樣本的財政政策波動性變化情況。從中可以看出，相比而言，透明度低的省份財政政策波動性會更高。

圖2 按財政透明度分組波動性變化情況

然而，二者之間是否確實存在因果關(guān)系，有待下文更加嚴謹?shù)囊蚬茢嗪驼撟C。厘清財政透明度與財政政策波動性的關(guān)系，有利于完善宏觀經(jīng)濟治理，降低政策不確定性，暢通政策的預期管理機制，有效引導微觀主體預期，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于財政透明度與財政政策行為特征之間的聯(lián)系，已有文獻較少關(guān)注：Benito和Bastida(2009)[22]和Vicente等(2013)[23]指出，政府預算的公開透明能夠顯著減少地方官員的機會主義行為；鄧淑蓮和溫嬌秀(2015)[24]研究發(fā)現(xiàn)，財政透明度的提高能夠減少腐敗行為，且能夠抑制政府債務(wù)規(guī)模的擴大，郭劍鳴(2011)[25]、李春根和徐建斌(2016)[26]亦持有相似觀點；張樹劍(2016)[27]研究指出，財政透明度的提高能夠顯著提升地方政府的財政治理能力和效率，類似地，李燕和王曉(2016)[28]使用我國省級時間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財政透明度與財政支出效率之間呈正相關(guān)關(guān)系，即財政透明度的提高能夠提升財政支出效率；劉生旺和陳鑫(2019)[29]借助2007—2014年省級面板數(shù)據(jù)研究指出，財政透明度的提高能夠明顯約束財政支出中的政府行政支出占比。目前尚無文獻專門研究財政透明度與財政政策波動性之間的關(guān)系，基于此，本文利用《中國財政透明度報告》發(fā)布的財政透明度數(shù)據(jù)和財政政策波動性的測度數(shù)據(jù)，借助面板數(shù)據(jù)模型分析財政透明度對財政政策波動性的影響，并借助中介效應分析框架分析財政透明度影響的內(nèi)在機制。與已有文獻相比，本文的創(chuàng)造性工作主要包括：第一，本文從新的視角分析財政政策波動性的決定因素，旨在推斷財政透明度與財政政策波動性之間的因果關(guān)系。與此同時，本文也為認識提高財政透明度的重要性提供了新的視角。第二，本文借鑒Villaverde等(2015)[6]的做法，將時變性引入財政反應函數(shù)，采用更佳的測度方法測算我國財政政策波動性的省際面板數(shù)據(jù)，能夠為相關(guān)研究提供指標基礎(chǔ)和數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。第三，本文研究結(jié)論能夠為財政透明度的影響研究和財政政策波動性的決定因素研究提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、模型構(gòu)建、指標測度與描述性統(tǒng)計

(一)模型構(gòu)建

為了分析財政透明度對財政政策波動性的影響，本文建立基準模型如下：

volatilityit=α+β1transparencyit+γZit+λi

+μt+εit

(1)

其中:volatilityit表示省份i在t年度的財政政策波動性；transparencyit表示第i個省份在t年度的財政透明度指標，該指標來源于《中國財政透明度報告》中的財政透明度指數(shù)。為了降低遺漏變量偏差導致的內(nèi)生性問題，本文在模型(1)中增加了控制變量，用Z表示，包括貿(mào)易開放度(open)、經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp)、政府規(guī)模(scale)、財政赤字(debt)等因素。其中，貿(mào)易開放度指標用進出口總額占其當期GDP的比重來刻畫，經(jīng)濟發(fā)展水平指標用人均GDP的對數(shù)值來衡量，政府規(guī)模指標用政府消費占其當期GDP的比重來表示，財政赤字用政府公共預算支出與政府公共預算收入的差值表示。λi表示個體固定效應，用以控制不同個體(省份)存在的不可觀測差異；μt表示時間固定效應，用于控制不同時點存在的不可觀測差異。εit表示隨機擾動項。

(二)財政政策波動性的測度

到目前為止，財政政策波動性的測度方法主要包括：第一，對自回歸模型進行估計，用殘差的標準差來測度；第二，直接計算財政支出或稅收收入的標準差；第三，建立GARCH模型，用所得到的時變方差表示平滑的時變波動性；第四，建立不包含時變性的財政政策反應函數(shù)，對模型進行估計得到模型殘差；第五，建立財政政策反應函數(shù)且將時變性引入財政政策反應函數(shù)的擾動項。前三種方法在測度時均包含了經(jīng)濟周期等因素，可能夸大財政政策波動性(王立勇和紀堯，2015[30])。根據(jù)方法測度的適用性和精確性，本文借鑒Villaverde等(2015)[5]提出的測度方法，通過建立引入時變性的財政政策反應函數(shù)來計算得到各省份財政政策波動性，該方法能夠?qū)⒄卟▌有詻_擊與政策沖擊之間的差異加以區(qū)分，其測度結(jié)果更加準確。

在借助該方法測度財政政策波動性時，不可盲目照搬國外相關(guān)做法，應考慮我國財政政策的實踐情況。眾所周知，我國主要依據(jù)產(chǎn)出缺口變化和財政可持續(xù)性來進行政策調(diào)整(王立勇和紀堯，2019[30])，從而本文構(gòu)建測度模型如下：

xt-x=ρx(xt-1-x)+φxy(lnyt-1-lny)

εx,t～N(0,1)

(2)

μx,t～N(0,1)

(3)

其中，式(2)表示財政政策反應函數(shù)，且擾動項中包含了時變性，可以更準確地測度財政政策波動性。xt表示財政支出、稅收等財政政策工具，x表示財政政策工具指標的均值。由于稅收本身的強制性和固定性，受到地方政府的主觀性影響較小，財政支出波動更能反映政府真實的財政行為變化，因此本文選擇用各省份財政支出的波動性來衡量財政政策波動性。yt表示每年的產(chǎn)出，y表示產(chǎn)出的均值。bt表示政府赤字，本文使用政府公共預算支出與政府公共預算收入的差值表示。式(3)是式(2)中波動性的運動方程，假定波動性沖擊服從一階自回歸過程。

本文使用各省份2006—2016年的年度數(shù)據(jù)，且以2006年為基期將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為實際值。使用貝葉斯層級模型對式(2)和式(3)進行估計。參考已有文獻，假定先驗參數(shù)服從均勻分布，運用馬爾可夫蒙特卡洛方法對參數(shù)進行一萬次抽樣，參數(shù)的估計值使用后驗中位數(shù)，由于篇幅所限，在此只列出北京市數(shù)據(jù)測度中各參數(shù)估計值及95%的置信區(qū)間，其余不在文中列出。

表1財政支出方程參數(shù)估計結(jié)果

本文使用100exp(σxt)來表示各省份每年的財政政策波動性，圖3展示了各省份財政政策波動性平均值的變化情況。從整體上看，由于受到美國金融危機和希臘債務(wù)危機的不利沖擊，2007—2009年的財政政策波動性明顯高于其他年份，近年來各省份的財政政策波動性有所下降，處于較低的水平。在31個省份中，西藏的財政政策波動性較大，江蘇財政政策波動性較小，其他省份的財政政策波動性介于二者之間，圖3給出了兩個省份及全國平均的財政政策波動性變化情況。從圖中可以看出，各個省份的財政政策波動性態(tài)勢相似，均是在2007—2009年處于較高水平，隨后開始下降，近年來處于較低水平。

圖3 財政政策波動性趨勢

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

本文實證部分采用2006—2016年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)為樣本，原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、中國統(tǒng)計局官網(wǎng)、《中國財政年鑒》，以及上海財經(jīng)大學每年發(fā)布的年度《中國財政透明度報告》等。需要特別說明的是，《中國財政透明度報告》并非調(diào)查各省份當年的財政數(shù)據(jù)，而是存在時間滯后性，即2009—2012年的《中國財政透明度報告》是以2006—2009年的財政數(shù)據(jù)為調(diào)查對象，2013—2018年的《中國財政透明度報告》的調(diào)查對象是2011—2016年的財政數(shù)據(jù)，因此2010年財政透明度是無法獲取的，本文采用回歸法來填補缺失值。參考已有文獻，一國或地區(qū)的財政透明度會受到政治、經(jīng)濟、財政、社會等因素的影響，本文使用2006—2016年的財政透明度數(shù)據(jù)。

(四)描述性統(tǒng)計

表2給出了各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表中可以看出，2006年至2016年，我國各省份財政政策波動性的均值為0.225，而標準差達到了0.295，說明各省份、各年度財政政策波動性存在較大差異。財政透明度的均值只有33.20，標準差為15.06，說明整體來看我國財政透明度還較低，且各省份、各年度的財政透明度狀況之間存在較大差異，其中最小值為11.52(2012年西藏)，最大值為77.70(2011年海南)。

表2變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證分析與穩(wěn)健性檢驗

本部分將使用我國31個省份2006—2016年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，推斷核心解釋變量財政透明度對財政政策波動性的影響是否顯著，并進行相應的穩(wěn)健性檢驗。

(一)實證分析結(jié)果

表3給出了混合回歸模型和雙向固定效應模型的參數(shù)估計結(jié)果，其中，混合回歸模型中核心解釋變量財政透明度的系數(shù)是-0.002 7，在5%的水平上顯著，說明財政透明度與財政政策波動性之間存在負向因果關(guān)系，即隨著財政透明度的提高，財政政策波動性傾向于降低。然而，由于混合回歸可能存在不可觀測的個體差異及時間差異，遺漏變量和不可觀測的異質(zhì)性會帶來估計結(jié)果的有偏性，且本文hausman檢驗結(jié)果支持固定效應模型，從而表3也給出固定效應模型的參數(shù)估計結(jié)果。

表3財政透明度對財政政策波動性的影響結(jié)果

從表3所示的固定效應估計結(jié)果可以看出，財政透明度的系數(shù)估計結(jié)果為-0.002 0，在5%的水平上顯著，再次證實財政透明度與財政政策波動性之間存在負相關(guān)關(guān)系，財政透明度的提高對財政政策的波動性存在顯著抑制作用，即財政透明度越高，財政波動性就越低。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了確保上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文從工具變量估計、子樣本估計、分組估計三個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.工具變量估計。

雖然上文在實證分析中增加了雙向固定效應以控制個體之間和時點之間可能存在的不可觀測差異，且通過設(shè)置控制變量的方式減少由于遺漏變量偏差導致的內(nèi)生性問題，但這通常很難完全解決內(nèi)生性問題。為了進一步解決遺漏變量偏差或雙向因果關(guān)系等情況導致的內(nèi)生性問題，本文接下來借助兩階段最小二乘法估計模型參數(shù)，此處采用核心解釋變量(財政透明度)的滯后一期作為工具變量。根據(jù)已有文獻中的經(jīng)驗規(guī)則，兩階段最小二乘法第一階段回歸的F統(tǒng)計量值為71.80，遠遠大于經(jīng)驗值50，說明此處不存在弱工具變量問題，且表4第三列回歸結(jié)果也證明了工具變量與內(nèi)生解釋變量之間的相關(guān)性；sargan檢驗結(jié)果表明，財政透明度滯后一期值滿足工具變量的外生性條件；表4第二列回歸結(jié)果也顯示工具變量財政透明度的滯后一期與內(nèi)生性變量財政透明度的當期值高度相關(guān)，但是不會直接影響財政政策波動性，這符合選取工具變量的標準。所以，將財政透明度的滯后一期作為工具變量是有效的。

表4第一列給出參數(shù)估計結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，考慮模型存在的內(nèi)生性問題后，核心解釋變量財政透明度的系數(shù)估計結(jié)果依然顯著為負，說明上文估計結(jié)果是穩(wěn)健的。與固定效應模型的估計結(jié)果相比，這里估計得到的系數(shù)絕對值更大，說明不考慮模型的內(nèi)生性時，財政透明度的提高對財政政策波動性的抑制效應被低估。

表4兩階段最小二乘法的估計結(jié)果

2.子樣本估計。

為解決樣本偏誤可能帶來的內(nèi)生性問題，接下來本文選取子樣本再次進行估計。由于新疆和西藏經(jīng)濟社會發(fā)展的特殊性，本文參考已有文獻，使用剔除新疆和西藏之后的子樣本重新估計模型參數(shù)，估計結(jié)果如表5所示。表5所示的估計結(jié)果顯示，核心解釋變量財政透明度的系數(shù)估計結(jié)果依然為負，且在統(tǒng)計意義上顯著，可以認為上文采用31個省份數(shù)據(jù)得到的估計結(jié)果是穩(wěn)健的，財政透明度的提高確實對財政政策波動性有顯著抑制作用。

表5子樣本穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.樣本分組檢驗

由于不同省份之間的現(xiàn)實情況有所不同，本文計算2006年至2016年各省份的財政透明度平均值作為衡量財政透明度高低的指標，將財政透明度高于整體平均值的省份歸為高透明組，其余歸為低透明組。與此同時，本文采用同樣的方法將31個省份分為高波動組和低波動組，從而得到高透明組、低透明組和高波動組、低波動組四個子樣本，并采用兩階段最小二乘法分別使用四個子樣本來估計模型參數(shù)，結(jié)果如表6所示。

表6結(jié)果顯示，無論是透明度高的省份或是透明度低的省份，財政透明度對財政政策波動性的影響均顯著為負，說明上文結(jié)論的穩(wěn)健性。然而，本文發(fā)現(xiàn)在不同透明度的地區(qū)，財政透明度對財政政策波動性的影響存在異質(zhì)性，低透明度地區(qū)的財政透明度影響更強。表6結(jié)果也顯示，無論是財政政策波動性高的省份或是財政政策波動性低的省份，財政透明度這一核心變量的符號均未發(fā)生改變，均對財政政策波動性存在顯著的負向影響，證明了上述實證分析結(jié)果的穩(wěn)健性，可以認為“提高財政透明度有助于降低財政政策波動性”這一結(jié)論是可靠的。同樣，本文發(fā)現(xiàn)在不同財政政策波動性的地區(qū)，財政透明度的影響存在異質(zhì)性，對于財政政策波動性較高的地區(qū)，提高財政透明度的作用更加顯著。

表6分組穩(wěn)健性檢驗

四、機制分析

上文分析表明，一個地區(qū)財政透明度的提高會降低該地區(qū)的財政政策波動性，這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。然而，這一影響的內(nèi)在機制是什么，換言之，財政透明度的提高為何會降低財政政策波動性，這是本文分析的重點，下文將從理論和實證兩方面進行分析。

(一)理論邏輯

財政政策波動性是指政府財政行為的波動，按照傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論，財政政策應逆風向而動，及時對經(jīng)濟運行進行反周期調(diào)節(jié)，所以財政政策波動性包含兩個部分：一部分是為了熨平經(jīng)濟周期波動而引致的財政政策波動；另一部分是在上述原因之外，由于政府隨意調(diào)控導致的波動性，這一部分財政政策波動性與經(jīng)濟周期波動無關(guān)。由于上文是借助財政反應函數(shù)來測度財政政策波動性，所以本文的財政政策波動性是指與經(jīng)濟周期無關(guān)、由于政府隨意調(diào)控導致的政策波動性。在中國式分權(quán)體制下，我國中央政府對經(jīng)濟的宏觀調(diào)控和地方政府的擴張沖動之間存在內(nèi)在沖突，這會對政府財政政策波動性產(chǎn)生直接影響。由于地區(qū)之間存在競爭關(guān)系，加上財政預算約束的不充分，地方政府常常盲目追求強烈的財政擴張。在經(jīng)濟蕭條時，中央政府為了實現(xiàn)經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，往往會對地方政府的財政擴張行為持默許態(tài)度。然而，在經(jīng)濟繁榮時，如果地方政府仍然持續(xù)擴張就會導致經(jīng)濟過熱，此時中央政府為了維持經(jīng)濟穩(wěn)定就會采取多種措施進行宏觀調(diào)控，而地方政府擴張行為和中央政府宏觀調(diào)控相互作用非常容易導致宏觀經(jīng)濟的劇烈波動和地方政府財政行為的頻繁變動，從而引致財政政策波動性。長期以來，預算改革之前，預算編制、審批、監(jiān)督及執(zhí)行的過程幾乎處于全封閉狀態(tài)，在政府預算報告中缺乏詳細的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)統(tǒng)計不完全，公眾對預算執(zhí)行很難進行績效監(jiān)督，政府的主觀意志對財政行為的影響加深，導致執(zhí)行過程中的隨意性。因此，在分權(quán)體制背景下，我國地方政府不僅擁有一定規(guī)模的財力，同時對財政資金具備一定的支配權(quán)，導致地方政府預算約束弱化，預算軟約束現(xiàn)象普遍存在，預決算偏差較大，這就必然會導致財政政策波動。根據(jù)相關(guān)理論，財政透明度不高是預決算偏差過大的最重要原因之一，從而提高財政透明度，可推動地方政府財政信息公開進程，強化社會公眾對地方政府行為的監(jiān)督，使預算真正發(fā)揮約束政府行為的作用，進而能夠減少地方政府隨意調(diào)控行為的發(fā)生。

根據(jù)以上分析，結(jié)合我國現(xiàn)實情況，本文認為財政透明可以通過改善政府的預算執(zhí)行情況來降低財政政策波動性。本文使用預決算偏差度來衡量預算執(zhí)行情況，如果預算執(zhí)行情況較好，政府可以嚴格執(zhí)行預算，則預決算偏差度應該被控制在合理的范圍內(nèi)。

(二)模型框架

接下來，本文借助中介效應分析框架來驗證財政透明度對財政政策波動性的影響機制，即提高財政透明度能夠降低預決算偏差度，從而降低財政政策波動性。為了檢驗這一機制，本文建立中介效應模型如下：

volatilityit=α1+β1transparencyit+γ1Zit+λi

+μt+εit

(4)

PEit=α2+β2transparencyit+γ2Zit+θi+δt+μit

(5)

volatilityit=α3+β3transparencyit+bPEit

+γ3Zit+φi+φt+ωit

(6)

其中，volatilityit代表i省份在t年度的財政政策波動性，transparencyit代表i省份在t年度的財政透明度，PEit代表i省份在t年度的預決算偏差度，Zit表示由控制變量組成的向量。在上述模型中，中介變量是預決算偏差度(PE)，其計算公式為：PE=(決算支出-預算支出)/預算支出，用來表示預算執(zhí)行情況。此處，使用預決算支出計算預決算偏差度的原因在于：一方面是和財政政策波動性的口徑相一致，另一方面是由于預算軟約束很大程度上體現(xiàn)為預算支出軟約束。在中介效應分析框架中，本文重點關(guān)注β1、β3和b，一般而言，如果在式(6)中加入預決算偏差度(PE)后，財政透明度的參數(shù)估計結(jié)果變得不再顯著，則為完全中介效應；若財政透明度的參數(shù)估計結(jié)果顯著性降低或影響程度降低，則說明存在部分中介效應。

(三)數(shù)據(jù)表述與初步證據(jù)

圖4給出了我國各省份2006—2016年財政透明度和預決算支出偏差度情況。從圖中不難看出，平均而言，各省份的財政透明度自2006年以來一直呈現(xiàn)上升態(tài)勢，特別是2012年以來，財政透明度上升速度較快。與此同時，各省份的預決算偏差度呈現(xiàn)不斷下降態(tài)勢，2010年以后，預決算偏差度下降速度較之前稍快，從2006年的13.01%下降到了2016年的5.38%，說明近年來我國財政信息公開工作取得了不錯的效果，預算執(zhí)行情況有了改善，但仍低于國際標準。(1)按照國際標準，良好的預決算偏差度應不高于5%?？傮w而言，財政透明度和預決算偏差度呈反方向變化，隨著財政透明度的不斷提高，預決算偏差度在不斷降低。

圖4 財政透明度和預決算偏差度趨勢

表7給出財政透明度、預決算偏差度和財政政策波動性之間的相關(guān)系數(shù)。表7結(jié)果顯示，財政透明度與預決算偏差度的相關(guān)系數(shù)為-0.298 5，且在1%的顯著性水平上顯著，充分說明財政透明度與預決算偏差度之間呈負相關(guān)關(guān)系，與圖4結(jié)論一致；預決算偏差度與財政政策波動性之間的相關(guān)系數(shù)為0.256 6，在1%的顯著性水平上顯著，充分說明預決算偏差度與財政政策波動性之間呈正相關(guān)關(guān)系，與上文理論預期一致。同樣，財政透明度與財政政策波動性之間的相關(guān)系數(shù)為-0.320，在1%的顯著性水平上顯著，說明財政透明度與財政政策波動性之間呈負相關(guān)關(guān)系。換言之，相關(guān)性檢驗結(jié)果似乎表明，財政透明度的提高，能強化預算約束，降低預決算偏差度，從而降低財政政策波動性。

表7相關(guān)性檢驗

然而，相關(guān)系數(shù)僅能刻畫變量之間的相關(guān)性，而無法刻畫變量之間的因果效應，為了提供更加穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)，本文接下來將借助兩階段最小二乘法估計式(4)至式(6)所示的模型，得到參數(shù)估計結(jié)果見表8。

表8中介效應分析結(jié)果

表8的列(1)是式(4)的估計結(jié)果，列(2)是式(5)的估計結(jié)果，列(3)是式(6)的估計結(jié)果。列(2)結(jié)果顯示，β2估計結(jié)果為-0.001 4，且在5%的顯著性水平上顯著，說明財政透明度對預決算偏差度存在顯著的負向影響，即在其他條件不變的情況下，財政透明度的提高，能夠約束政府行為，改善預算執(zhí)行情況，預決算偏差度將下降。列(3)結(jié)果顯示，在模型(4)中引入中介變量預決算偏差度后，財政透明度的參數(shù)β3估計結(jié)果變得不再顯著，而預決算偏差度的參數(shù)b估計結(jié)果在5%顯著性水平上顯著為正。這一方面說明預決算偏差度對財政政策波動性存在顯著正向影響，在其他條件不變的情況下，隨著預決算偏差度的下降，財政政策波動性隨之下降；另一方面，在模型(4)中加入預決算偏差度(PE)后，財政透明度的參數(shù)估計結(jié)果變得不再顯著，即存在完全中介效應。從而本文認為，提高財政透明度可以降低預決算偏差度，改善預算執(zhí)行情況，繼而對財政政策波動性起到抑制作用。

五、結(jié)論與政策建議

厘清財政透明度與財政政策波動性的關(guān)系，有利于完善宏觀經(jīng)濟治理，降低政策不確定性，暢通政策的預期管理機制，有效引導微觀主體預期，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。目前尚無文獻專門研究財政透明度與財政政策波動性之間的聯(lián)系，基于此，本文利用《中國財政透明度報告》發(fā)布的財政透明度數(shù)據(jù)和本文測度的財政政策波動性數(shù)據(jù)，即采用我國31個省份2006—2016年的數(shù)據(jù)，借助面板數(shù)據(jù)模型分析財政透明度對財政政策波動性的影響，并借助中介效應分析框架分析財政透明度影響的內(nèi)在機制。研究結(jié)果表明：第一，近年來我國財政透明度呈現(xiàn)不斷上升態(tài)勢，財政透明度最低得分逐年提高，這意味著財政信息公開狀況較差的省份近年來不斷加強其財政信息公開力度。然而，財政透明度得分的均值僅為33.20，說明我國各地區(qū)的財政透明度仍處于較低水平，無法滿足公眾對財政信息公開的需求，不利于發(fā)揮公眾對政府行為的監(jiān)督。而且，單個省份不同年份的財政透明度波動較大，不同省份之間的財政透明度差異較大，反映出政府公開的隨意性，政府財政信息公開意識有待提高，制度約束有待強化，信息公開行為有待規(guī)范。第二，財政透明度與財政政策波動性之間存在顯著的因果關(guān)系，財政透明度對財政政策波動性存在負向影響，即隨著一個地區(qū)財政透明度的提高，該地區(qū)的財政政策波動性將下降。一系列穩(wěn)健性檢驗均表明這一結(jié)論具有穩(wěn)健性和可靠性。第三，在不同透明度的地區(qū)，財政透明度對財政政策波動性的影響存在異質(zhì)性，低透明度地區(qū)的財政透明度影響更強。在不同財政政策波動性的地區(qū)，財政透明度的影響亦存在異質(zhì)性，對于財政政策波動性較高的地區(qū)，提高財政透明度的作用更加顯著。第四，財政透明度對財政政策波動性的影響機制在于提高財政透明度，能夠強化社會公眾對地方政府行為的監(jiān)督，使預算真正發(fā)揮約束政府行為的作用，減少地方政府隨意調(diào)控行為的發(fā)生，降低預決算偏差度，使政府更嚴格地執(zhí)行預算，從而達到降低財政政策波動性的效果。

根據(jù)以上結(jié)論，本文得到的政策啟示包括：第一，應建立有效的制度約束，完善法制建設(shè)，規(guī)范財政信息公開的范圍和流程，提高地方政府財政信息公開意識，規(guī)范地方政府財政信息公開行為，進一步提升財政透明度整體水平。第二，應將財政透明度納入地方政府績效管理及考核，降低各個地區(qū)財政透明度水平的差異以及單個省份不同年份的差異，降低部分地區(qū)政府公開的隨意性，規(guī)范信息公開行為。第三，在中國式分權(quán)體制下，通過制度建設(shè)強化對地方政府的財政約束，進一步降低地方政府的預決算偏差度，有效管理財政政策波動性和不確定性，合理引導微觀主體預期。第四，健全和完善中期預算框架，加強中期財政規(guī)劃管理，加強中期預算與發(fā)展規(guī)劃的有效銜接，結(jié)合中期預算框架來設(shè)定財政規(guī)則，從更長期視角設(shè)計政策體系，降低財政政策波動性。